Cấu trúc vốn và tính bền vững của các hoạt động tài chính vi mô Nghiên cứu trường hợp Việt Nam

Cấu trúc vốn và tính bền vững của các hoạt động
tài chính vi mơ - Nghiên cứu trường hợp Việt Nam

Tóm tắt
Sử dụng các bộ dữ liệu trong Danh bạ tài chính vi mơ Việt Nam (20162019), bài nghiên cứu phân tích tác động của cấu trúc vốn đến tính bền vững của
các hoạt động tài chính vi mơ Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy, tính bền
vững của các hoạt động tài chính vi mơ chịu tác động tích cực từ các nguồn vốn
huy động thay vì các nguồn vốn mang tính chất trợ cấp.
Tổng quan về vấn đề nghiên cứu
Cấu trúc vốn, hay nói một cách đơn giản, là tỷ phần giữa vốn chủ sở hữu và
vốn vay so với tổng nguồn vốn, là một chủ đề khá quen thuộc trong các nghiên cứu
tài chính doanh nghiệp. Các tổ chức tài chính vi mơ (TCVM), là loại hình doanh
nghiệp khá đặc biệt hoạt động trong lĩnh vực tài chính ngân hàng với sứ mạng đặc
biệt là góp phần làm cho ngày càng có nhiều người dân tiếp cận với dịch vụ ngân
hàng, tín dụng, góp phần nâng cao đời sống và xóa đói giảm nghèo. Tác động của
cấu trúc vốn đến tính bền vững của các hoạt động tài chính vi mơ nhận được nhiều
sự quan tâm của giới nghiên cứu, với những quan điểm khá khác biệt. Về tính bền
vững của các hoạt động TCVM, theo các quy định về quản trị, điều hành TCVM
theo thông lệ quốc tế, ở bài viết này, chúng tôi sử dụng tỷ số tự bền vững về hoạt
động (Operational Self-Sustainability, OSS) thể hiện mối quan hệ giữa thu nhập
hoạt động và tổng chi phí hoạt động, bao gồm chi phí tài chính, dự phịng mất vốn
và chi phí hoạt động (CGAP, 2003). Các nhà tài trợ và nhà quản lý tổ chức hoạt
động TCVM sử dụng tiêu chuẩn này để đánh giá xem các tổ chức này đã tự trang
trải được các chi phí hoạt động bằng thu nhập từ hoạt động hay chưa (Kai S. và
Yoshi F., 2011; Nadiya M., 2013). Một số tác giả như Hollis (1998a), Morduch
(2000), Woller (1999a), Coleman (2007), Bogan (20080 cho rằng, do nguồn vốn
trợ cấp là mong manh và không ổn định so với những nguồn thu được từ tiết kiệm


Vì vậy, các tổ chức hoạt động TCVM nên tự chủ tài chính, tránh phụ thuộc quá
nhiều vào nguồn trợ cấp, từ thiện. Coleman (2007) nghiên cứu tác động của cấu

trúc vốn có địn bẩy đến tính bền vững của TCVM và rút ra kết luận về mối quan
hệ tích cực giữa nợ và tính bền vững OSS. Trong khi đó, Morduch (2000) và
Woller (1999a) cho rằng các tổ chức hoạt động TCVM có thể đạt được sự bền
vững mà khơng cần phải tự chủ tài chính. Các tác giả này lập luận rằng việc quyên
góp, trợ cấp cho từ thiện là một hình thức góp vốn và do đó những người làm từ
thiện cũng được xem như các nhà đầu tư cho xã hội.
Sử dụng các bộ dữ liệu trong Danh bạ tài chính vi mơ Việt Nam (20162019), bài nghiên cứu này nhằm mục đích phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc vốn
và tính bền vững của các hoạt động tài chính vi mơ Việt Nam, thơng qua việc trả
lời cho câu hỏi: cấu trúc trúc vốn, đặc biệt là nguồn vốn từ huy động tiền gửi tiết
kiệm liệu có tác động đến tính bền vững của các hoạt động TCVM hay không?
Dữ liệu nghiên cứu
Tại Việt Nam, nguồn dữ liệu về TCVM chưa được nhiều tổ chức cung cấp.
Số liệu chính thống về TCVM hiện nay chủ yếu do Nhóm cơng tác TCVM Việt
Nam (VMFWG) thuộc NHNN Việt Nam thống kê và cung cấp. Do những hạn chế
khách quan, bộ dữ liệu này có những độ trễ nhất định. Cụ thể, cho đến thời điểm
này, các tác giả chỉ có được các bộ dữ liệu từ 2016-2019. Đây cũng là số liệu mới
nhất được VMFWG cung cấp. Do ảnh hưởng của dịch bệnh Covid-19, VMFWG
chưa thể thống kê và xuất bản số liệu TCVM năm 2020.
Mô hình nghiên cứu
Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu, chúng tơi đề xuất mơ hình nghiên cứu sau
đây:
Y = β0 + βi Xi + ɛ
Trong đó:
•

Y

: Thay đổi về tính bền vững hoạt động TCVM ( OSS)

•

•

β0
βi

: Hệ số chặn;
: Hệ số beta của các biến phụ thuộc (i = 1,..,9);

•

: Sự thay đổi về giá trị của các biến;


•
•

ɛ
Xi

: Sai số
: Các biến giải thích, chi tiết như sau (i = 1,..,9):

Trong đó:


X1

: Tỷ lệ số dư số tiền gửi tiết kiệm so với tổng tài

sản của tổ chức hoạt động TCVM (DAR) (%).

Nguồn vốn sử dụng trong hoạt động cho vay vi mô chủ yếu đến từ nguồn
vốn huy động tiết kiệm, vốn từ thiện, vốn ưu đãi, vốn đi vay,.. Tuy nhiên, nguồn
vốn từ thiện và vốn ưu đãi là mong manh và không ổn định, vì khơng bao giờ đủ
tiền tài trợ để phục vụ tất cả người nghèo, người có thu nhập thấp – những người
có nhu cầu tiếp cận dịch vụ TCVM và vì tiền tài trợ có thể được dùng cho các mục
đích khác (ví dụ, giúp những người rất nghèo thơng qua các dịch vụ xã hội và trợ
cấp). Vì vậy, vấn đề đặt ra là các nhà cung cấp TCVM trong tương lai sẽ ra sao nếu
không phụ thuộc vào vốn từ thiện, vốn ưu đãi? Do đó, để tránh phải phụ thuộc vào
các nguồn vốn này, các nhà cung cấp TCVM phải có kế hoạch huy động nguồn
vốn từ tiết kiệm- là nguồn tài chính bền vững để các tổ chức cung cấp TCVM sử
dụng để hoạt động (cho vay,..) (Hollis và Sweetman, 1998a). Nguồn vốn từ tiết
kiệm càng dồi dào, mức độ thâm nhập thị trường của TCVM càng sâu rộng, hoạt
động TCVM được kỳ vọng sẽ mang lại hiệu quả cao hơn, và do đó, tính bền vững
của hoạt động TCVM cũng được gia tăng. Do đó, chúng ta có giả thuyết H 1 như
sau:
H1 : Thay đổi trong tỷ lệ tiền gửi tiết kiệm có quan hệ cùng chiều với
thay đổi trong tính bền vững hoạt động TCVM.
 X2

: Tỷ lệ VCSH trên tổng tài sản của tổ chức hoạt động

TCVM (Equity to assets ratio, EAR) (%).
Khi TCTCVM hoạt động tốt và thu hút được nhiều nguồn vốn tài trợ hơn,
các nguồn vốn này đóng vai trị như chất xúc tác giúp tăng cường tính bền vững
các hoạt động TCVM. Từ đó chúng tơi đề ra giả thuyết H2 như sau:
H2: Thay đổi trong tỷ lệ VCSH trên tổng tài sản có quan hệ cùng
chiều với thay đổi trong OSS.
Các biến giải thích khác:

X3 : Rủi ro danh mục cho vay trên 30 ngày (Portfolio



at risk - PAR > 30 days): tỷ lệ các khoản nợ quá hạn trên 30 ngày so
với tổng danh mục cho vay (%).
 X4
: Tỷ lệ xóa nợ (WOR) (%).
 X5
: Quy mơ khoản vay bình qn trên mỗi khách hàng
(Average loan size per borrower, ALSPB) (%)
 X6
: Số lượng khách hàng là nữ (Women borrowers, WB) so
với tổng khách hàng của đơn vị cung cấp TCVM (%)
 X7
: Tổng dư nợ các danh mục cho vay của tổ chức hoạt
động TCVM (Gross loan portfolio, GLP)
 X8
: Tỷ lệ chi phí trung bình trên một khách hàng vay
(ACPB) (%).
 X9

: Tỷ suất biên độ lợi nhuận (PM) (%)

Kết quả nghiên cứu
Thống kê mơ tả
Bảng 1 trình bày mơ tả thống kê của các biến định lượng trong mô hình
nghiên cứu (khơng bao gồm các biến định tính – biến giả). Tổng danh mục cho
vay (GLP): Giá trị trung bình của GLP của các nhà cung cấp TCVM là 7.709.240
triệu đồng với độ lệch chuẩn (Std. Dev.) 34.588.484 triệu đồng, trong đó, giá trị lớn

nhất và giá trị bé nhất lần lượt là 186.000.000 triệu đồng và 983,6 triệu đồng. Sở dĩ
có sự khác biệt lớn này là vì, trong số 22 tổ chức cung cấp TCVM trong mẫu,
VBSP (thuộc sở hữu Nhà nước, hoạt động khơng vì mục tiêu lợi nhuận) có GLP rất
cao và đạt giá trị cao nhất (186.000.000 triệu đồng) tại mọi thời điểm thống kê; các
nhà cung cấp TCVM cịn lại hầu như có GLP rất nhỏ so với VBSP. Chi phí bình
qn trên một khách hàng (ACPB, đơn vị tính: triệu đồng): Giá trị trung bình của
biến này đạt khoảng 0,83 triệu đồng với độ lệch chuẩn 0,38, giá trị lớn nhất và giá
trị bé nhất lần lượt là 1,79 và 0,19. Quy mơ khoản vay bình qn trên một khách
hàng (ASLPB, đơn vị tính: triệu đồng): Bảng 1 cho thấy, giá trị trung bình của
ASLPB đạt 8,26 với độ lệch chuẩn 4,71; trong đó, giá trị lớn nhất là 27,79 và giá
trị bé nhất 2,08. Tỷ lệ tiền gửi tiết kiệm trên tổng tài sản (DAR): Giá trị trung bình


của biến này đạt khoảng 30% với độ lệch chuẩn 22%; giá trị lớn nhất và giá trị bé
nhất lần lượt là 82% và 0%
Bảng 1. Thống kê mô tả
GL
P
Mea

AL
SPB

R

R

PAR

B

W

O

OR

Medi

03182
48977
0.3
0.3

02949
0.0

07045
00439 335000
0.9
0.0
1.

Maxi

97.83
565000 00000
50000
1.8
27

0.8
0.9

00650
0.0

50000
00000 245000
1.0
0.0
2.

Mini

6E+08 .79000
983
2.

20000
90000
0.0
0.0

47700
0.0

00000
09900 530000
0.5
0.0

0.

Std.

.6000
080000
345
4.

00000
30000
0.2
0.2

00000
0.0

20000
00000 490000
0.1
0.0
0.

Dev.

88484 712688
Skew
4.4
1.

17660
85101
0.5
0.5

06165
4.9

10122
-

ness

34409 863507
20.
7.

57052
93675
2.5
2.1

72824 1.568165 64474 359685
33.
5.1
34.
5.

89818

52877

99372

mum

Kurt
osis
Jarqu

146

712744
13

5.2

81861
7.6

388

0.9

SS

9240.
261023
306
7.

mum

0.3

W

0.0

an

8.

EA

0.4

n

770

DA

49090
53.

0.0

1.

01315 358204
5.1
1.

16072

233547

39

4

e-Bera
Prob

3.003
2.3688
0.0
0.

84205
23562
0.0
0.0

4.930
0.0

00222
51.485 5.40691

0.0
0.0
0.

ability

00000

71211

00000

00000

6.7
Sum
Sum
Sq. Dev.

000000
72

000000

0.2

8E+08 6.9700 68000
51000
1.0
19

4.1
7.0

59500
0.0

82000
38600 17.4800
1.0
0.0
1

4E+17

03306

55032

21709

71608

79.

00000

39.

32.220

26.

22109

0.0

00151

1

1.16300

Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản (EAR): Giá trị trung bình của biến này đạt
khoảng 45% với độ lệch chuẩn chưa đến 29%; giá trị lớn nhất và giá trị bé nhất lần


lượt vào khoảng 99% và 3%. Danh mục cho vay có rủi ro trên 30 ngày (PAR>30):
Bảng 1 cho thấy, giá trị trung bình của PAR>30 đạt 0,3% với độ lệch chuẩn 0,6%;
trong đó, giá trị lớn nhất xấp xỉ 5% và giá trị bé nhất là 0%. Tỷ lệ khách hàng nữ
(WB): Bảng mô tả thống kê cho biết giá trị trung bình của biến này là 91%, độ lệch
chuẩn khoảng 11%; giá trị lớn nhất, giá trị bé nhất lần lượt đạt 100% và 52%. Tỷ lệ
xóa nợ (WOR): Theo bảng 1, giá trị trung bình của WOR rất nhỏ (chỉ 0,04%) với
độ lệch chuẩn là 0,13%; giá trị lớn nhất và giá trị bé nhất lần lượt vào khoảng 1%
và 0%. Tỷ suất biên độ lợi nhuận (PM): Bảng mô tả thống kê cho thấy, giá trị trung
bình của PM đạt xấp xỉ 7% với độ lệch chuẩn khá nhỏ là 3,72%; PM có giá trị lớn
nhất, giá trị bé nhất lần lượt là 16,7% và -3,84%. Tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản
(ROA): Giá trị trung bình của ROA trong mẫu đạt xấp xỉ 2,7% với độ lệch chuẩn
vào khoảng 10%; ROA trong mẫu có giá trị lớn nhất đạt 12,6%, giá trị bé nhất: 86,2%. Trường hợp đặc biệt của tổ chức cho vay vi mơ có ROA đạt âm 86,2% này
là của Quỹ những trái tim Huế (H4H), năm 2016. Trong khi đó, giá trị ROA lớn
nhất tại mọi thời điểm của mẫu đạt 12,6% và đây là ROA năm 2015 của Quỹ phụ

nữ phát triển huyện Điện Biên. Có lẽ sự chênh lệch quá lớn giữa giá trị lớn nhất là
giá trị bé nhất của ROA là nguyên nhân dẫn tới độ lệch chuẩn của biến này cao hơn
giá trị trung bình của nó (10% so với 2,7%). Khả năng tự vững hoạt động (OSS):
OSS của các quan sát trong mẫu có giá trị trung bình đạt 133,5% với độ lệch chuẩn
là 35,82%. Khả năng tự vững hoạt động của các tổ chức cung cấp TCVM trong
mẫu có độ lệch chuẩn nhỏ hơn trung bình. OSS đạt giá trị lớn nhất và giá trị bé
nhất lần lượt là 253% và 49%.
Phân tích hồi qui
Tác giả lần lượt hồi quy tác động của các nhân tố đến tính bền vững các hoạt
động TCVM. Kết quả hồi quy trong bảng 2 bên dưới. Với mức ý nghĩa thống kê
cho phép là 10%, kết quả hồi quy như sau:
•

Biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu so với tổng tài sản (EAR) ở cột (1) tác động

dương, có ý nghĩa thống kê với OSS trong cả 5 cột hồi quy. Điều này cho thấy tỷ
lệ nguồn vốn chủ sở hữu so với tổng tài sản càng lớn thì tính bền vững của các


hoạt động TCVM càng cao và ngược lại. Kết quả hồi quy có độ tin cậy cao khi
có mức ý nghĩa thống kê khá cao trong cả 5 cột hồi quy. Điều này đúng với giả
thuyết nghiên cứu H2 đã đưa ra. Kết quả này có thể được giải thích là vì hầu hết
các tổ chức TCVM trong mẫu đều là các tổ chức TCVM bán chính thức và
nguồn vốn hoạt động chủ yếu từ nguồn vốn được trợ cấp hoặc tài trợ (được xem
là nguồn vốn chủ sở hữu). Mặt khác, tỷ trọng vốn chủ sở hữu trong tổng cơ cấu
nguồn vốn của các tổ chức TCVM hiện nay chiếm tỷ lệ khá cao, nguồn vốn chủ
sở hữu còn có khả năng đáp ứng tốt nhu cầu cho vay/vay vốn TCVM.
Trong khi EAR có tương quan dương và đủ mức ý nghĩa đối với OSS ở
mức ý nghĩa 10%, biến tỷ lệ tiền gửi tiết kiệm so với tổng tài sản (DAR) không
đủ ý nghĩa ở mức 10%. Giải thích hợp lý nhất cho kết quả này là vì, như trên đã

nói, hầu hết các tổ chức TCVM trong mẫu đều thuộc khu vực bán chính thức, do
đó, theo thông lệ quốc tế và ở Việt Nam, việc tiếp cận nguồn vốn tiết kiệm từ
dân chúng bị hạn chế bởi các quy định pháp lý (các tổ chức TCVM bán chính
thức này chỉ được huy động nguồn tiết kiệm từ khách hàng TCVM của họ),
nguồn vốn hoạt động chủ yếu của các tổ chức TCVM là vốn chủ sở hữu, vốn
huy động tiết kiệm tham gia rất ít.
•
Cột (2), biến “Chính thức” được đưa thêm vào phân tích hồi quy. Kết
quả hồi quy trong cột thứ (2) cho thấy, biến Chính thức phản ánh tác động khơng
có ý nghĩa thống kê đến OSS. Điều này cho thấy, biến Chính thức khơng có tác
động tuyến tính đến tính bền vững các hoạt động TCVM tại Việt Nam. Hay nói
cách khác, tính bền vững của các hoạt động TCVM tại Việt Nam khơng có sự
khác biệt giữa khu vực chính thức và bán chính thức.
•
Ở cột (3), biến “Cá nhân” và “Nhóm” được thêm vào để phân tích hồi
qui. Kết quả hồi quy cho thấy, tác động của cả 2 biến này đối với OSS cũng
khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này chứng tỏ rằng khi chỉ xem xét tác động của
phương thức cho vay cá nhân hay theo nhóm đối với khách hàng TCVM, cả hai
yếu tố này đều khơng tác động đến tính bền vững các hoạt động TCVM.
Bảng 2: Kết quả hồi qui
Dependent: OSS
Biế

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)


n số
DA
R

0.144
916

(Pvalued)

818
0.491

9

EA
R

0.416

0.577

(P-

3

nh thức

valued)

5

0.075605

1

7

valued)

óm

0.981
9
0.098588

0.10
39

0.578
0

0.00
1854

0.154
319

0.98
77

Mi
ền Trung

0.003
994

1713

(Pvalued)

5

0.25

Mi
ền Bắc

0.497

0.05

0.576
5

0.092344

0.31

0.081

(P-

-

0.77

22

393

valued)

0.041262

0.675

Nh

2

5615*

3

0.001

-

0.056

(P-

047***

02

590

0.629

0.05

0.679

Cá
nhân

5946*

-

0.491

0.666
1

25

0.050516

0.101217

0.35

0.004

-

(P-

20

313***

-

0.51

0.521

0.001

Chí

0.162591

4

223***

-

0.494

0.550

0.000
5

0.153
529

4

092***

valued)

0.175

0.208
4

0.32
2754*

0.241
723


(P-

0.05

valued)

33

Mi

0.127
7

0.26

ền Nam

1081*

(P-

0.245
354*

0.05

valued)

56

0.056
3

Trẻ

0.290
361**

(P-

0.023

valued)

9

Trư

0.495

ờng thành

964***

(P-

0.001

valued)

0

Hằ
ng số

1.031
963

1.046
686

0.997
458

0.86
3006

0.617
753

Trong đó: *, **, *** lần lượt tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu thống kê).
Kết quả hồi qui ở cột (4) (thêm 3 biến: miền Bắc, miền Trung và miền Nam
vào phân tích hồi quy) cho thấy biến miền Trung và miền Nam có tác động dương
có ý nghĩa thống kê đến tính bền vững các hoạt động TCVM (OSS), trong khi tác
động của biến miền Bắc đến OSS khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này nói lên

rằng, tính bền vững của các hoạt động TCVM ở miền Trung và miền Nam cao và
cao hơn so với tính bền vững của các tổ chức TCVM ở miền Bắc. Sở dĩ phân tích
hồi qui cho kết quả như trên là vì trong tổng số 22 tổ chức TCVM trong mẫu, miền
Trung và miền Nam, mỗi khu vực đều có một (01) tổ chức TCVM chính thức,
trong khi đó, miền Bắc thì khơng. Kết quả này phù hợp với quan điểm cho rằng


tính bền vững của các tổ chức TCVM chính thức cao hơn so với các tổ chức bán
chính thức, cũng như (có) tồn tại sự khác biệt về tính bền vững của các hoạt động
TCVM theo khu vực (Nadiya, M., 2013; Kai S. và Yoshi, F., 2011). Rõ ràng, tỷ lệ
trưởng thành của các tổ chức TCVM ở miền Trung và miền Nam cao và cao hơn
nhiều so với khu vực miền Bắc; tính bền vững của các tổ chức TCVM ở miền
Trung và miền Nam cũng cao hơn so với ở miền Bắc.
Khi thêm biến “Trẻ” và “Trưởng thành” vào phân tích hồi quy, kết quả ở cột
(5) cho thấy, cả 2 biến này đều có tác động dương, có ý nghĩa thống kê cao đối với
tính bền vững của các hoạt động TCVM. Trong đó, các tổ chức hoạt động TCVM ở
lứa tuổi “Trưởng thành” có tính bền vững cao hơn so với các tổ chức ở lứa tuổi
“Trẻ” (mức ý nghĩa 1% của các tổ chức Trưởng thành so với 5% của các tổ chức
Trẻ). Kết quả này một lần nữa củng cố kết quả hồi qui ở cột (4) và nói lên rằng, các
tổ chức TCVM càng trưởng thành, tính bền vững càng cao và ngược lại.
Thảo luận kết quả nghiên cứu và kết luận
Kết quả phân tích hồi qui cho thấy, cấu trúc vốn có quan hệ cùng chiều, có ý
nghĩa thống kê với tính bền vững của các hoạt động TCVM tại Việt Nam (biến tỷ
lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản). Kết quả này tương đồng với công bố của
Morduch (2000), Woller và cộng sự (1999a). Trong khi tỷ lệ vốn chủ sở hữu có tác
động tích cực đến OSS, tác động của tỷ lệ tiền gửi tiết kiệm đến OSS khơng có ý
nghĩa thống kê. Kết quả này khác với nghiên cứu của Bogan (2012) và Coleman
(2007) khi các tác giả này cho rằng, nguồn vốn thương mại có tác động tích cực
đến OSS. Sự khác biệt về kết quả này có thể là do, hầu hết các tổ chức TCVM
trong mẫu nghiên cứu đều thuộc khu vực bán chính thức, do đó, theo thơng lệ quốc

tế và ở Việt Nam, việc tiếp cận nguồn vốn tiết kiệm từ dân chúng bị hạn chế bởi
các quy định pháp lý (các tổ chức TCVM bán chính thức này chỉ được huy động
nguồn tiết kiệm từ khách hàng TCVM của họ), nguồn vốn hoạt động chủ yếu của
các tổ chức TCVM là vốn chủ sở hữu, vốn huy động tiết kiệm tham gia rất ít. Do
đó, việc chính thức hóa các hoạt động tài chính vi mơ, gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở


hữu cho các tổ chức TCVM nói chung, đặc biệt là các tổ chức TCVM phi chính
chức, có thể được xem như một định hướng chính sách hướng đến tính bên vững.
Tài liệu tham khảo
Bogan V (2008), Microfinance institutions: does capital structure matter?
www.papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?
abstract_id=1144762&rec=1&srcabs=1480844.
Coleman, 2007, The impact of capital structure on the performance of
microfinance institutions. J Risk Financ 8(1):56–71.
Hollis, Aidan, and Arthur Sweetman, 1998a, Microcredit: What can we learn
from the past? World Development 26, 1875-1891.
Kai S. và Yoshi F., 2011. Factors Determining the Operational SelfSufficiency Among Microfinance Institutions. Advances in Business Research,
Vol. 2, No. 1, 172 - 178.
Md Sharif H., Mohd A. K., 2016, Financial Sustainability of Microfinance
Institutions (MFIs) of Bangladesh. Developing Country Studies. Vol.6, No.6.
Morduch, Jonathan, 2000, The microfinance schism, World Development
28, 617-629.
Woller Gary, Christopher Dunford, and Warner Woodworth, 1999a, Where
to microfinance, International Journal of Economic Development 1, 29-64.